教育生產(chǎn)函數(shù)與義務教育公平

教育生產(chǎn)函數(shù)與義務教育公平

一、問題的提出在過去的20年中，義務教育過程公平中的資源配置均衡問題受到了許多學者的關(guān)注。王善邁等學者認為，我國義務教育財政資源分布嚴重不均等，主要體現(xiàn)在地區(qū)之間、城鄉(xiāng)之間和居民之間的不均等上。[1]區(qū)域間義務教育資源配置均衡研究在早期比較受關(guān)注，杜育紅以省為分析單位，系統(tǒng)地分析了各級教育經(jīng)費的地區(qū)性差異如何隨時間而變化。這一研究指出，在1988年至1996年期間，小學和初中的生均經(jīng)費省區(qū)間的差距都在不斷加大。[2]曾滿超和丁延慶利用1997年和1999年縣級數(shù)據(jù)研究了我國義務教育資源配置狀況，結(jié)果發(fā)現(xiàn)小學和初中的生均總支出的地區(qū)不均衡有所擴大，其間城鄉(xiāng)差距有所擴大，且省內(nèi)差距大于省際差距。[3]近年來，城鄉(xiāng)義務教育資源配置均衡研究逐漸增多，沈百福的研究顯示，生均預算內(nèi)公用經(jīng)費的城鄉(xiāng)差異遠遠大于生均教育經(jīng)費和生均預算內(nèi)教育經(jīng)費的城鄉(xiāng)差異。[4]中央教育科學研究所教育政策分析中心的研究結(jié)果顯示，城鄉(xiāng)間義務教育階段學校的基本辦學條件和師資水平存在較大差距，但這些差距正在逐步縮小。[5]翟博的研究也指出，1993-2003年我國小學和初中生均經(jīng)費城鄉(xiāng)差異在拉大，而生均預算內(nèi)經(jīng)費城鄉(xiāng)和教師合格率差異均正在逐步減小。[6]在義務教育階段校際資源配置均衡研究中，袁連生指出，即使在同一城市或同一財政負擔區(qū)內(nèi)，重點學校與非重點學校在辦學條件方面也存在著巨大的差距。[7]王蓉用多水平的回歸分析方法，以學校組群為分析單位，也發(fā)現(xiàn)同一縣之內(nèi)的各種類型學校之間存在嚴重的資源分配差異。[8]與義務教育過程公平問題研究相比，我國學者對義務教育結(jié)果公平問題的實證研究比較薄弱，探討義務教育過程公平對結(jié)果公平影響的實證研究非常缺乏。蔣鳴和發(fā)現(xiàn)教師學歷、校舍及設備條件均與教育質(zhì)量顯著相關(guān)，但生均經(jīng)費和公用經(jīng)費與教育質(zhì)量之間相關(guān)關(guān)系較弱。[9]薛海平和閔維方采用三層線性模型的研究結(jié)果表明，甘肅農(nóng)村初中教育質(zhì)量在個體、班級和學校三個水平上均存在顯著差異，教師資源配置對教育質(zhì)量差異有重要影響，班級規(guī)模對教育質(zhì)量有顯著負影響，但生均公用經(jīng)費與教育質(zhì)量相關(guān)關(guān)系較弱。[10]胡詠梅和杜育紅利用兩層線性模型對西部五省農(nóng)村小學和初中教育資源配置與教育質(zhì)量關(guān)系的分析表明，農(nóng)村中小學校際的教育質(zhì)量存在顯著差異，人力資源、物力資源和財力資源的配置對教育質(zhì)量的差異有不同程度的顯著影響。[11]當前，隨著我國義務教育公平政策的重心逐漸由追求入學機會均等轉(zhuǎn)向追求教育過程和結(jié)果公平，全面、深入地評估我國義務教育過程和結(jié)果公平現(xiàn)狀，以及過程公平對結(jié)果公平的影響將為推動我國義務教育公平深入發(fā)展的相關(guān)政策提供有益的參考依據(jù)。二、義務教育結(jié)果公平分析北京大學中國教育財政科學研究所2007年在中國中部A省和東部B省開展了“中國農(nóng)村義務教育狀況調(diào)查”，本研究的數(shù)據(jù)來源于此次調(diào)查。調(diào)查人員采取多階段等距抽樣的方法對兩省的義務教育階段農(nóng)村和城市學校進行調(diào)查，從不同的角度考察了影響教育質(zhì)量的因素。調(diào)查內(nèi)容包括學生個體特征、學生家庭社會經(jīng)濟背景、學生所在班級的教師素質(zhì)、學校投入等。為了度量教育質(zhì)量，調(diào)查還分別對接受調(diào)查的四年級學生和初中二年級學生進行了統(tǒng)一的數(shù)學考試，試卷由考試專家參照TIMSS（國際數(shù)學和科學測評）試卷內(nèi)容制定。最終，接受此次調(diào)查的中小學為237所，學生為11523名，教師為1338名。其中，農(nóng)村中小學為173所，農(nóng)村中小學學生為8023名，農(nóng)村中小學教師為1029名。調(diào)查結(jié)果顯示，城市小學和初中數(shù)學教育質(zhì)量明顯高于農(nóng)村小學和初中。（見表1）東部B省小學和初中數(shù)學教育質(zhì)量明顯高于中部A省。（見表2）公辦小學數(shù)學教育質(zhì)量高于民辦小學，而公辦初中數(shù)學教育質(zhì)量低于民辦初中。按照2006年小學和初中生均公用經(jīng)費支出水平，從低到高將小學和初中各自分為5組，結(jié)果顯示，生均公用經(jīng)費支出水平較高的小學和初中，其數(shù)學教育質(zhì)量也都較高。（見表3）從教師因素看，初始學歷較高的數(shù)學教師所教班級數(shù)學教育質(zhì)量也較高；擁有高級職稱的數(shù)學教師所教班級數(shù)學教育質(zhì)量明顯高于非高級職稱教師；公辦數(shù)學教師所教班級數(shù)學教育質(zhì)量明顯高于代課教師；有教師資格證的數(shù)學教師所教班級數(shù)學教育質(zhì)量明顯高于無教師資格證的數(shù)學教師。從班級規(guī)模因素看，總體上規(guī)模較大的小學班級數(shù)學教育質(zhì)量較高，初中班級規(guī)模與數(shù)學教育質(zhì)量之間沒有顯著差別。小學和初中學生父親受教育程度越高，其數(shù)學成績也越高。由于精確統(tǒng)計學生家庭，特別是農(nóng)村學生家庭收入很難，所以我們在實際調(diào)查中統(tǒng)計了學生家庭電器設備狀況，根據(jù)實際調(diào)查經(jīng)驗將家中無電話的家庭劃為收入水平較低家庭，家中有電話但無電腦家庭劃為收入水平中等家庭，將家中有電腦家庭劃為收入水平較高家庭，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，小學和初中學生的數(shù)學成績均隨著其家庭收入水平的上升而提高。（見表5）三、義務教育財政和教師資源配置公平分析為了分析義務教育階段城鄉(xiāng)學校教育財政資源不均衡配置狀況，統(tǒng)計了A、B兩省城鄉(xiāng)小學和初中教育經(jīng)費投入差異狀況。（見表6、表7）由表6可知，2006年和2007年春季學期，城市小學生均收入、生均上級撥款、生均支出、生均人員經(jīng)費和生均公用經(jīng)費均遠高于農(nóng)村小學。但值得注意的是，中部A省和東部B省兩省絕大部分地區(qū)在2007年春季學期開始實施農(nóng)村義務教育經(jīng)費保障機制改革（簡稱“新機制”改革），比較2007年春季學期和2006年城鄉(xiāng)小學教育經(jīng)費投入差距，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)小學教育經(jīng)費投入差距在“新機制”改革后有較明顯的縮小。盡管由于2006年全年包括了春季和秋季兩個學期，而2007年春季學期只有一個學期，兩者的時間跨度不一樣。作為一種替代辦法，我們可以認為2007年全年的各項收入和支出值約等于對應的2007年春季學期各項收入和支出值的2倍。這樣，我們就可以分析城鄉(xiāng)小學教育經(jīng)費投入差距在“新機制”改革前后的變化。由表7可知，2006年和2007年春季學期，城市初中生均收入、生均上級撥款、生均支出、生均人員經(jīng)費和生均公用經(jīng)費均遠高于農(nóng)村初中。比較2007年春季學期和2006年城鄉(xiāng)初中教育經(jīng)費投入差距，我們會發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)初中教育經(jīng)費投入差距在“新機制”改革后同樣有較明顯的縮小。統(tǒng)計中部A省和東部B省省際小學和初中教育經(jīng)費投入差異狀況，結(jié)果顯示：2006年和2007年春季學期，東部B省小學和初中生均收入、生均上級撥款、生均支出、生均人員經(jīng)費和生均公用經(jīng)費均遠高于東部A省。（見表8）基尼系數(shù)是20世紀初意大利經(jīng)濟學家基尼根據(jù)洛倫茨曲線設計的判斷收入分配平等程度的指標。收入分配越是趨向平等，基尼系數(shù)就越小，反之，收入分配越是趨向不平等，那么基尼系數(shù)也越大。聯(lián)合國有關(guān)組織規(guī)定：基尼系數(shù)若低于0.2表示收入絕對平均；0.2-0.3表示比較平均；0.3-0.4表示相對合理；0.4-0.5表示收入差距較大；0.6以上表示收入差距懸殊。本文將運用這一方法來計算A、B兩省教育支出和投入的基尼系數(shù)，以進一步分析我國義務教育階段學校教育資源非均衡配置狀況。需要指出的是，在現(xiàn)有的文獻中，教育指標的基尼系數(shù)還沒有一致的劃分以反映平均或差異的程度，但是，我們可以借鑒收入分配指標的基尼系數(shù)劃分思想進行比較。按照學校樣本中的2006年小學生均上級撥款水平，由低到高將小學分為10組，計算這10組學校生均上級撥款基尼系數(shù)為0.7456。同理，可以計算出小學和初中各種教育收入和支出的基尼系數(shù)。（見表9）從表9可知，在2006年和2007年春季學期，A、B兩省小學和初中校際的生均上級撥款的基尼系數(shù)均超過了0.6，這表明兩省中小學接受的來自上級生均撥款收入校際差距都很懸殊。而且，與初中相比，小學校際生均上級撥款收入差距明顯更大。從經(jīng)費支出差異來看，小學和初中的2006年和2007年春季學期生均支出、生均公用經(jīng)費支出、生均人員經(jīng)費支出基尼系數(shù)均在0.4以上，表明兩省中小學校際教育支出差距都較大。而且，小學間生均教育經(jīng)費撥款和支出差距高于初中間生均教育經(jīng)費撥款和支出差距。值得一提的是，除生均支出外，小學和初中的各項教育投入和支出的2007年春季學期基尼系數(shù)均明顯低于2006年基尼系數(shù)，表明我國中東部義務教育階段校際教育財政資源配置不均衡程度在“新機制”改革后有較明顯的減輕。為了分析義務教育階段城鄉(xiāng)學校教師資源不均衡配置狀況，基于已有研究和可得數(shù)據(jù)，本文選取教師初始學歷合格率、高級職稱教師占專任教師比重、初始學歷為師范專業(yè)的教師占專任教師比重、接收過省級及以上教育培訓的教師占專任教師比重、人均教師進修和培訓費用支出五項指標來衡量教師質(zhì)量，并比較了兩省2006年城鄉(xiāng)間小學和初中教師質(zhì)量差異狀況，結(jié)果顯示城市小學和初中教師質(zhì)量均明顯高于農(nóng)村小學和初中。（見表10）比較樣本中2006年中部A省和東部B省省際小學和初中教師質(zhì)量差異狀況。結(jié)果顯示，中部A省小學和初中的教師初始學歷合格率、初始學歷為師范專業(yè)的教師占專任教師比重、人均教師進修和培訓費用支出均明顯低于東部B省，中部A省高級職稱教師占專任教師比重、接收過省級及以上教育培訓的教師占專任教師比重卻明顯高于東部B省。（見表11）按照學校樣本中的2006年小學教師初始學歷合格率水平，由低到高將小學分為10組，計算這10組學校教師初始學歷合格率基尼系數(shù)為0.0921。同理，可以計算出小學和初中各類教師質(zhì)量指標的基尼系數(shù)。（見表12）由表12可知，小學和初中接受過省級及以上教育培訓的教師占專任教師比重以及人均教師進修和培訓費用支出兩項指標的基尼系數(shù)均在0.6以上，表明A、B兩省小學和初中校際這兩項指標的差距懸殊。初中高級職稱教師占專任教師比重的基尼系數(shù)在0.5-0.6間，表明兩省初中校際這項指標差距較大。小學和初中其他衡量教師質(zhì)量的指標基尼系數(shù)均在0.4以下，顯示兩省小學和初中校際其他教師質(zhì)量指標差距不大。四、義務教育資源配置公平與教育結(jié)果公平關(guān)系分析前文的分析表明，我國義務教育階段學校教育資源配置嚴重不均衡，同時，城鄉(xiāng)和校際的數(shù)學教育質(zhì)量也存在很大的差異。為了探討學校教育資源配置公平與教育結(jié)果公平之間的關(guān)系，本文將根據(jù)教育生產(chǎn)函數(shù)理論，采用多水平模型方法分析各類學校教育資源對教育質(zhì)量的影響。（一）教育生產(chǎn)函數(shù)理論模型本文根據(jù)Hanushek建立的經(jīng)典教育生產(chǎn)函數(shù)理論模型分析學校教育資源對教育質(zhì)量的影響：[12]（二）計量模型為了克服計量分析中的數(shù)據(jù)層次性問題[13]，在上述理論模型基礎上，本研究將采用多水平模型(Multi-levelModel)方法來估計學校投入因素對教育質(zhì)量的影響，所采用的統(tǒng)計軟件為HLM6.0?？紤]到每所學校內(nèi)部只抽取了一個班級，故不適合構(gòu)建學生個體、班級、學校的三層模型。因此，本研究構(gòu)建了學生個體和學校兩個層面的估計模型，具體的教育生產(chǎn)函數(shù)二層估計模型如下：層—1模型：將學生個體的考試成績表示為學生層面特征變量的函數(shù)與一個誤差項的和，即：（三）多水平模型分析結(jié)果1.學生數(shù)學成績方差分析模型結(jié)果在進行兩層模型分析之前需要研究方差分析模型。該模型中，第一層和第二層模型里都沒有預測變量，它只注重區(qū)別被研究對象的個體差異和背景差異的比較，而暫時不考慮控制相關(guān)變量對因變量的影響。方差分析模型的主要目的是將學生數(shù)學成績的總方差分解為學生個人和學校兩個層次，以檢驗各層方差的比例是否顯著，它決定了本研究是否有必要建立兩層模型。小學學生數(shù)學成績方差分析模型帶有穩(wěn)健標準誤(withrobuststandarderror)的方差成分估計結(jié)果見表13。從表13可知，層2隨機項方差估計的卡方檢驗P值小于0.01，這表明A、B兩省小學學生的數(shù)學成績在第二層（學校層面）存在非常顯著的差異，也就是說學校背景因素對學生成績的變異有很大影響，為此，需要在第二層模型中增加一些解釋數(shù)學成績的預測變量。利用組內(nèi)相關(guān)公式[14]可計算出第一層、第二層方差占總方差的比例分別為74.52%和25.48%，這說明了A、B兩省小學學生的數(shù)學成績約75%的差異來源于個體和家庭間的差異，約25%的差異來源于校際的差異，而當前校際的差異主要表現(xiàn)為教育資源配置的不均衡。初中學生數(shù)學成績方差分析模型帶有穩(wěn)健標準誤的方差成分估計結(jié)果見表14。從表14可知，層2隨機項方差估計的卡方檢驗P值小于0.01，這表明A、B兩省初中學生的數(shù)學成績在第二層（學校層面）也存在非常顯著的差異，為此，需要在第二層模型中增加一些解釋初中學生數(shù)學成績的預測變量。同樣利用組內(nèi)相關(guān)公式可計算出第一層、第二層方差占總方差的比例分別為72.69%和27.31%，這說明了A、B兩省初中學生的數(shù)學成績約73%的差異來源于個體和家庭間的差異，約27%的差異來源于校際的差異。2.學生數(shù)學成績隨機截距模型分析結(jié)果方差分析模型的結(jié)果表明建立兩層模型分析A、B兩省小學和初中學生數(shù)學成績是完全有必要的。因此，本研究分別建立了兩層的教育生產(chǎn)函數(shù)模型以分析小學生數(shù)學成績的影響因素。隨機截距模型中，第一層和第二層模型里都引入了預測變量，以分析各層預測變量對因變量的影響。在分層模型中，高層模型即本研究中的第二層模型的自變量往往是通過探索分析在被選變量集合中選擇的，這樣可以最大限度地找出那些真正對因變量的變化起影響作用的自變量[15]；第一層模型自變量的選擇沒有什么定式，通常的做法是利用相關(guān)性分析和經(jīng)驗研究相結(jié)合。根據(jù)以前相關(guān)研究選擇的第一層模型自變量和小學數(shù)學成績探索分析選擇的第二層模型自變量，本研究建立了小學數(shù)學成績的隨機截距模型。模型固定效應部分主要統(tǒng)計結(jié)果見表15。在層2（學校層面）變量中，小學學校生均公用經(jīng)費對學生數(shù)學成績有極顯著正的影響，生均公用經(jīng)費增加1元，小學學生數(shù)學成績就提高0.007分。小學生均人員經(jīng)費及其占生均支出比重均對學生數(shù)學成績有負的影響，但都沒有通過顯著性檢驗。初始學歷為本科及以上教師占學校專任教師比重對學生數(shù)學成績有顯著正影響，該比重增加1個百分點，學生數(shù)學成績就提高7.046分。小學數(shù)學教師初始學歷和每學期用于業(yè)務進修和培訓的時間均對學生數(shù)學成績有顯著正影響。有小學及以上教師資格的數(shù)學教師所教學生數(shù)學成績顯著高出無教師資格的數(shù)學教師所教學生數(shù)學成績9.838分。具有高級職稱小學數(shù)學教師所教學生數(shù)學成績顯著高于其他教師所教學生數(shù)學成績1.960分。班級規(guī)模對小學學生數(shù)學成績有顯著正影響。在層1（學生個體和家庭層面）變量中，父親學歷對小學學生數(shù)學成績有顯著正影響，中等收入家庭（家中有電話但無電腦）和高收入家庭（家中有電腦）小學生數(shù)學成績顯著高于低收入家庭（家中無電話家庭）小學生數(shù)學成績，表明家庭社會經(jīng)濟背景對小學生數(shù)學成績有顯著正影響。同理，根據(jù)以前相關(guān)研究選擇的第一層模型自變量和初中數(shù)學成績探索分析選擇的第二層模型自變量，本研究建立了初中數(shù)學成績的隨機截距模型。模型固定效應部分主要統(tǒng)計結(jié)果見表16。在層2（學校層面）變量中，學校生均公用經(jīng)費對初中學生數(shù)學成績有極顯著正的影響，生均公用經(jīng)費增加1元，初中學生數(shù)學成績就提高0.012分。學校生均人員經(jīng)費對初中學生數(shù)學成績有顯著負的影響，生均人員經(jīng)費增加1元，初中學生數(shù)學成績就下降0.002分。數(shù)學教師初始學歷對學生數(shù)學成績有顯著正影響；有初中及以上教師資格的數(shù)學教師所教學生數(shù)學成績顯著高出初中以下及無教師資格的數(shù)學教師所教學生數(shù)學成績4.404分；具有高級職稱初中數(shù)學教師所教學生數(shù)學成績顯著高出其他教師所教學生數(shù)學成績3.815分。初中數(shù)學教師月平均實發(fā)工資和獎金對學生數(shù)學成績均有顯著正的影響，數(shù)學教師月實發(fā)工資提高1元，學生數(shù)學成績隨之提高0.008分。在層1（學生個體和家庭層面）變量中，父親學歷對初中學生數(shù)學成績有顯著正影響，高收入家庭（家中有電腦）初中學生數(shù)學成績顯著高于低收入家庭（家中無電話家庭）初中學生數(shù)學成績，家中除課本外的藏書量對初中學生數(shù)學成績有顯著的正影響，表明家庭社會經(jīng)濟和文化背景對初中學生數(shù)學成績有顯著正影響。五、結(jié)論與政策建議根據(jù)上述對A、B兩省義務教育階段學校數(shù)學教育質(zhì)量和學校教育資源配置公平的實證分析結(jié)果，本文得出如下主要結(jié)論。1.我國城鄉(xiāng)、地區(qū)、學校間義務教育階段學校數(shù)學教育質(zhì)量水平存在很大差異。城市學校數(shù)學教育質(zhì)量遠高于農(nóng)村學校，東部地區(qū)學校數(shù)學教育質(zhì)量遠高于中部地區(qū)學校，不同類型學校間教育質(zhì)量差異也比較大。2.我國城鄉(xiāng)、地區(qū)、校際義務教育階段學校教育財政資源和教師資源配置非常不均衡。城市學校教育經(jīng)費投入、支出水平和教師質(zhì)量遠高于農(nóng)村學校，東部地區(qū)學校教育經(jīng)費投入、支出水平和教師質(zhì)量明顯高于中部地區(qū)學校，校際教育經(jīng)費投入、支出水平和教師質(zhì)量差異也比較大，且與初中相比，小學校際的差距明顯更大。但值得注意的是，城鄉(xiāng)小學和初中教育經(jīng)費投入差距在“新機制”改革后均有較明顯的縮小。3.我國義務教育資源投入與數(shù)學教育質(zhì)量的教育生產(chǎn)函數(shù)多水平模型中的方差分析表明，校際小學和初中數(shù)學教育質(zhì)量的差異分別約有25%和27%的差異來源于城鄉(xiāng)、地區(qū)和校際教育資源配置的不均衡。隨機截距模型分析顯示，學校教育資源中，生均公用經(jīng)費和教師質(zhì)量配置不均衡對中小學數(shù)學教育質(zhì)量差異均有重要影響。根據(jù)上述主要研究結(jié)論，提出如下政策建議